多元迴歸分析

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層次上，比較不容易擁有受僱的工作。

然而描述統計只是比較了各個變項的兩性差異，提供一個單純的分析圖像。

下一節的迴歸分析模型，則會在控制其他變項下，針對本文提出的假設，一一驗 證不同變項對於薪資取得的效果。

第二節、 多元迴歸分析

一、多元迴歸分析與係數比較

描述統計僅是對於每個變項的平均表現與分配有所理解，變項對於薪資取得 的效果，仍未可知。因此本節將在第一部份，利用多元迴歸模型瞭解影響薪資取 得的變項，第二部份則以多元迴歸模型為基礎，瞭解性別間薪資差異的解釋因素。

同時，本文並未忽略模型可能存在的選擇性偏誤問題，以Heckman（1973）

的兩階段估計法所得出的兩階段估計模型，呈現於表4-1 的模型 5(h)、模型 10(h) 和模型 15(h)之中，作為參考。但原始的迴歸模型則包括了變項逐步投入時係數 的變化過程，因此全文的分析，仍以原始的迴歸模型作為主要詮釋的對象。

多元迴歸模型的結果，如表4-1 的模型(1)到模型(15)所示，而模型(0)則是只 含有性別的最簡模型。從表4-1 的全體樣本模型（模型(0)至模型(5)）可以看出，

在逐步增加其他的控制變項後，性別的效果仍然是顯著的，男性的薪資在控制其 他變項後，顯著地高於女性（在α=.001 的顯著水準下也仍然顯著）。從這樣的結 果看來，模型可以更進一步地分成男性樣本與女性樣本，去理解每個自變項對於 取得薪資的效果，是否有男女的差異。

勞動經驗

從模型的係數表現上，可以看出各種工作經驗的累積對於薪資取得，大體而 言都具有正向的效果。公司年資的表現相當強韌且顯著，不論控制變項如何增 減，對於公司年資係數表現的影響並不大，顯示出公司年資有其獨立對薪資的影

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響效果。而公司年資平方的係數為負，表示公司年資對薪資取得的效果呈現一個 非線性、先昇後降的狀態，且不存在兩性的性別差異。從係數的表現上，H1a和 H1b都得到了驗證。

而職務轉換經驗，在只考慮人力資本的模型（模型(1)、模型(6)和模型(11)）

時，都呈現正向顯著的效果。然而，隨著控制變項的增加，職務轉換經驗對薪資 取得的正向效果從顯著轉為不顯著。但分作男女樣本細究時，可以發現：對於男 性而言，職務轉換經驗的效果，是在控制了公司規模後，才由顯著轉為不顯著（模 型(6)與模型(7)）；但女性的職務轉換經驗在控制公司規模後，仍然於 α=.10 的水 準下達到顯著，是在增加控制了婚姻狀態之下，職務轉換對薪資取得的效果才完 全轉為不顯著（從模型(11)到模型(13)）。

這樣的結果表示：男性的公司規模與部門類屬，同時影響了職務轉換經驗與 薪資取得，這有可能是因為男性只有在較大規模的公司內輪調，才有薪資提昇的 可能性；但女性職務轉換經驗的效果受到削弱，是來自於婚姻狀態的控制，而非 公司規模與部門類屬。也就是說，控制公司規模與部門類屬對於女性的意義不如 男性來得大。這可能是因為女性比較不易受到職務轉換的情況，不分公司規模或 部門，而已婚女性比起未婚女性，更容易退出勞力市場，也就遑論之後的職務轉 換。即便女性婚後留在勞力市場，或許也由於身兼家庭責任，更重視工作的安定、

不願意接受輪調或面對需要額外學習的新工作，這可能使得女性的職務轉換的經 驗，比男性更受到婚姻狀態的影響。依據Bygren and Gähler（2012）針對權威晉 升的性別差異研究指出，女性權威位置的取得，容易受到家庭中的生命事件（例 如成為母親）所影響。權威位置與薪資提昇密切相關，Bygren and Gähler 的發現，

和本文模型的結果有邏輯的一致性。可能受到這些因素的影響，H2b和 H2b在此 並未獲得直接的證據支持。

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N 2011 2011 2011 2011 2011 2011 2011 1142 1142 1142 1142 1142 1142 869 869 869 869 869 869 Adjusted R² . 03 . 30 . 34 . 37 . 41 . 43 . 29 . 33 . 39  . 43 . 44 . 27 . 32 . 33 . 38 . 40 

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在勞力市場投入程度的部份，可以發現兩性之間的迴歸係數相當接近，同樣 對薪資取得具有顯著正向的效果，不存在顯著差異。這表示了，市場對於勞工的 投入所給予的報償，並不區分男女，女性對於勞力市場的投入所能得到的回收，

和男性是相同的。然而，從平均數的表現來看，女性的勞力市場投入時間明顯低 於男性，這有很大一部份是來自於為了照顧家庭而退出勞力市場的結果，進一步 分析SSM2005 的資料可以發現，樣本中的女性，其離開勞力市場的空窗時間，

有35%是由於家庭因素，但男性只有 1%。

因此結合兩種資訊，或許可以說：勞力市場對於女性的歧視，是在於要求她 能先把自己變成以男性為標準的勞動身體（Acker 1990）；只要她能安頓好自己 的「私事」，在勞力市場中提升付出，老闆便同樣願意給予這種女性勞工薪資的 酬賞。在這種論述下，H3a受到了證實，但H3b並未獲得驗證。

其他控制變項

檢證完三個研究假設後，在其他的控制變項上，大致上也都呈現合理的結 果。教育年數對於薪資取得的效果一直都相當穩定且顯著，但在係數規模上，男 性為0.06，略大於女性（0.03）一些。男性和女性的係數在 α=.10 的水準下達到 顯著差異，表示兩性的教育對於取得薪資的效果有所不同；雖然兩性接受的平均 教育年數大致相同，但男性受教育年數對薪資的投資報酬率，看來是高於女性的。

婚姻狀態對於兩性的效果相當類似，都呈現了已婚者的薪資高於另外兩個類 別的情形，不過女性離婚、分居或喪偶者，和已婚者的薪資並不存在顯著差異，

男性則不然。但要特別注意的是：女性屬於離婚、分居或喪偶者的個案數相對較 少（僅有70 人），可能會造成係數的不穩定。

至於公司規模，則對於薪資有正向的效果，規模越大則薪資越高。但若是以 部門類屬相比，公部門仍然比私人部門的薪資來得更高。不過對於女性樣本而 言，在10-100 人的公司規模，其薪資在控制其他變項下，和少於 10 人沒有顯著

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差異，可見得公司規模對薪資取得的正向效果，對女性而言，必須超過某個門檻 才有作用。

至於僱用身份與職業類別，則是兩性係數差異較大的變項。男性若是屬於非 正式僱用的身份，則薪資會顯著低於正式僱用，但女性兩個類別間沒有顯著差 異。這並不是說女性的非正式僱用者未受到懲罰，而是因為即便成為正式僱用，

女性的薪資也仍然不高。但男性理應作為勞力市場的典型工人樣板，一旦成為非 正式僱用的工作者，便落入次級勞力市場，薪資也因此較低。

而職業類別的表現，可以發現男性和女性在高階白領上的係數相差不多。但 女性從事低階白領者薪資高於藍領，男性則正好相反。這兩種職業類別所對應的 係數，顯然呈現出了性別化工作的刻板印象。

二、性別的直接效果與模型解釋力評估

個別瞭解了每個變項對於薪資取得的效果後，表4-2 整理了全體樣本在多元 迴歸分析下，不同模型的性別直接效果與模型解釋力，如何因模型中其他變項的 投入而變化。此處的模型0 到模型 5，就是表 4-1 中全體樣本的分析模型。

模型0 是只考慮性別單一變項的狀況，此時性別對薪資取得的效果為 0.27。

在接下來的模型1 到模型 5，其餘的變項開始陸續加入。可以發現隨著模型中變 項的投入，性別對薪資取得的直接效果漸漸減少，到了最後的模型(5)時，性別 的直接效果為 0.18。比較特別的是，性別的直接效果整體而言是呈現遞減的情 形，但在模型3 到模型 4 之間，卻有小幅的提昇，仔細探究，會發現是由於投入 職業類別所造成的結果。從模型 0 到模型 5，性別的直接效果總共降低了 33%

（[0.27-0.18] / 0.27）。

而在逐步的變化中，對於性別的直接效果，兩次較大規模的削弱分別來自於 模型0 到模型 1、以及模型 4 到模型 5。從模型 0 到模型 1，增加的變項為教育

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（[0.22-0.18] / 0.27）性別對薪資的直接效果，這代表了，性別對於薪資的取得效 果，某種程度上是透過勞力市場的投入程度來實現的。

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然能夠提昇模型的解釋力，這個提昇幅度則約2%左右。